El tiempo de trabajo efectivo, según la EPA, ha descendido de forma notable tras la pandemia. Este estudio argumenta que estos resultados están en gran medida influidos por el cambio metodológico introducido en 2021, que afecta a la medida del tiempo no trabajado. En la nueva EPA se pregunta directamente por el tiempo no trabajado debido a las vacaciones o enfermedad y, por extensión, genera una caída de la jornada efectiva de trabajo. La comparación de la nueva EPA con la ETCL revela que los niveles de horas no trabajadas por vacaciones y enfermedad ahora resultan más plausibles. Esta conclusión se refuerza al observar que, hasta 2020, la jornada efectiva anual de los asalariados a tiempo completo siempre superaba el máximo legal, un escenario difícil de creer.

Palabras clave: tiempo de trabajo, jornada de trabajo, vacaciones, bajas por enfermedad 

According to the LFS, effective working time in Spain has significantly decreased following the pandemic. This study argues that this change is great influenced by the methodological change implemented in the LFS in 2021, which affects the measurement of unworked time. The new LFS records more accurately unworked time due to vacations or illness, leading to a decrease in the effective working hours. Comparing the new series with the ETCL reveals that the levels of unworked time due to vacations and illness now appear more plausible. This conclusion is reinforced by the observation that, until 2020, the effective annual working hours of full-time employees always exceeded the legal maximum, a scenario that is difficult to believe.

Keywords: working time, workday, vacations, sick leave

La medida del tiempo de trabajo es una cuestión fundamental por dos razones. En primer lugar, porque proporciona el input fundamental para medir la contribución del factor trabajo a la producción económica. El empleo, que habitualmente se ha medido en términos de personas ocupadas o de puestos de trabajo, se complementa con una medición más precisa del tiempo efectivamente trabajado, expresado en el total de horas trabajadas. Como resultado, la precisión en el cálculo del tiempo efectivo de trabajo impacta directamente en la productividad laboral. En segundo lugar, el tiempo de trabajo es un elemento clave en el diseño y la efectividad de diversas políticas sociales que regulan la jornada laboral. Estas políticas buscan establecer un límite máximo de horas (según lo estipulado en el Estatuto de los Trabajadores y los convenios colectivos) y garantizar otros derechos laborales, como las vacaciones, las bajas por enfermedad y los permisos por cuidado de hijos, entre otros. Por ello, la correcta medición de la jornada de trabajo nos proporciona el mejor indicador sobre el disfrute efectivo de estos derechos.

La Encuesta de Población Activa (EPA) es una de las principales fuentes para analizar la situación de empleo y desempleo en España. Esta encuesta recopila asimismo información sobre aspectos clave como son las características demográficas y sociales de los trabajadores ocupados y, también, sobre las condiciones laborales. Como parte de este último bloque se mide el tiempo de trabajo, que se clasifica tanto en términos de la jornada habitual como de la jornada efectiva en una semana determinada. La diferencia entre una y otra métrica es decisiva para reflejar las fluctuaciones y circunstancias específicas que afectan al tiempo realmente trabajado por los ocupados. Estas diferencias pueden deberse a diversos factores, tanto de aquellos que se pueden considerar como previsibles (por ejemplo, las vacaciones o los cambios estacionales en la jornada) con respecto de los inesperados o no programados (ERTEs, bajas por enfermedad o accidente laboral).

En España, desde el inicio de la pandemia en 2020, la EPA recoge una mayor diferencia entre la jornada habitual y la efectiva (ver gráfico 1). La caída en la jornada efectiva media ha merecido de una notable atención por parte de las principales instituciones dedicadas al análisis económico (Botelho, Consolo, y Da Silva 2021; Cuadrado 2023; Astinova et al. 2024). Si bien estos estudios no han llegado a establecer un consenso sobre sus causas, sí es posible descartar algunas hipótesis básicas. La creciente brecha entre horas efectivas y habituales indica que la caída en la jornada efectiva no puede atribuirse a una reducción en la jornada ordinaria pactada, que suele ser muy cercana a las horas habituales. Tampoco puede atribuirse a un cambio relevante en el peso relativo del empleo a tiempo completo y parcial. De hecho, las principales tendencias apuntan en dirección opuesta dado que la proporción de trabajadores a tiempo completo se ha incrementado ligeramente. En consecuencia, el principal candidato para explicar la reducción en el tiempo de trabajo efectivo radica en el incremento del tiempo no trabajado.

En este trabajo argumentaré que es necesario ampliar los indicadores para realizar un análisis completo de las diferencias entre jornada habitual y efectiva. Primero, para medir el tiempo de trabajo, se debe prestar igual atención a las ausencias completas y parciales, es decir, tanto las de aquellos asalariados que no han trabajado ningún día de la semana como las de aquellos asalariados que, aun trabajando, lo hacen menos que en su jornada habitual. En segundo lugar, que para comparar ambos colectivos (es decir, aquellos en ausencia completa o parcial), se debe estandarizar la medida del tiempo no trabajado en términos de días u horas no trabajadas. En tercer lugar, que al tomar en consideración estos dos indicadores se comprueba que el cambio metodológico introducido en la EPA en 2021 provoca una ruptura en los resultados al medir con más precisión las ausencias por vacaciones y enfermedad.

Este ejercicio indica que el grueso de las diferencias se debe al cambio de un cuestionario al otro y que produce los siguientes resultados. En primer lugar, en la nueva EPA se pregunta a todos los entrevistados sí estuvieron ausentes por vacaciones, por enfermedad y por otras causas. Introducir estas tres sucesivas preguntas aumenta de forma muy notable el porcentaje de asalariados que declaran estar ausentes por dichos motivos, especialmente de aquellas personas que están de vacaciones. Este efecto, unido a las ligeras variaciones que se registran en el tiempo medio que estuvieron ausentes los asalariados que no trabajaron, permite estimar que un 40% de la caída observada en la jornada efectiva media de trabajo se debe a razones metodológicas. El resto del aumento del tiempo no trabajado se debe al aumento en la proporción trabajadores en ausencia completa por las mismas dos razones (vacaciones o enfermedad), un cambio que en principio no puede achacarse a un cambio en la pregunta, pero que en todo caso obliga a que todos los usuarios extremen las precauciones al utilizar las series de la EPA.

El segundo resultado más relevante se obtiene al comparar el tiempo no trabajado en la EPA por vacaciones y enfermedad con otra encuesta de referencia, la Encuesta Trimestral de Coste Laboral (ETCL), dirigida a las empresas. Esta comparación muestra que hasta 2020, la EPA infraestimaba los periodos no trabajados por vacaciones y por enfermedad, y que a partir del nuevo cuestionario de 2021 los niveles y tendencias de ambos registros (EPA y ETCL) coinciden en mayor medida. Estos resultados apuntan a que la jornada efectiva en la EPA 2020 ha estado sobreestimada hasta 2020, un extremo que se ve confirmado al contabilizar la jornada efectiva de los asalariados a tiempo completo. La jornada media efectiva de este colectivo, en cómputo anual, se situaba de forma consistente por encima del máximo legal establecido en el Estatuto de los Trabajadores (1.826 horas). Esta incongruencia, de nuevo, debería obligar a todos los usuarios a extremar las precauciones al interpretar el tiempo de trabajo hasta el cambio metodológico de 2021 y, más aún, a derivar cualquier conclusión sobre el cambio en el tiempo de trabajo tras la pandemia. En conclusión, la EPA ha mejorado sus procedimientos para medir la jornada efectiva de trabajo y los registros anteriores presentaban un sesgo al alza. Este cambio también abre una nueva perspectiva si se quiere realizar una comparativa internacional.

El artículo está organizado de la siguiente manera. Para explicar el sentido de este cambio, en el siguiente apartado se analiza cómo se medía el tiempo de trabajo en la EPA antes del cambio metodológico y las novedades introducidas en 2021. Después presento los principales resultados en términos de porcentaje de trabajadores que declaran estar ausentes de su trabajo, bien para toda la semana (ausencia completa), o bien solo para un periodo más limitado (ausencia parcial). A continuación, analizo la consistencia de los nuevos resultados, examinando el tiempo no trabajado en términos de horas o días no trabajados por vacaciones y comparándolo con otras fuentes (principalmente, la ETCL) y después la jornada efectiva de los asalariados a tiempo completa. El trabajo concluye con una serie de posibles líneas de investigación y recomendaciones para establecer buenas prácticas.

La EPA es una de las encuestas más complejas que existen en nuestro país. Cada trimestre se entrevista a cerca de 60.000 hogares y se recoge información directa sobre 140.000 personas, de forma que los resultados obtenidos proporcionan un notable nivel de detalle. A su gran tamaño se añade la complejidad del cuestionario de la EPA que, en el caso de los trabajadores ocupados, incorpora hasta casi cincuenta preguntas sobre cuestiones muy diversas sobre su empleo. Entre esta batería de preguntas, uno de los ámbitos prioritarios es la medida del tiempo de trabajo y las ausencias por diversos motivos.

La investigación por encuesta requiere que las preguntas den lugar a respuestas claras y no sesgadas de los entrevistados. Para analizar la precisión de estas preguntas es necesario valorar cómo se hacía la EPA durante el periodo de 2005 a 2020, cuando había un modelo de cuestionario (Instituto Nacional de Estadística 2005), con respecto del periodo que se inicia en 2021, cuando se introduce uno nuevo (Instituto Nacional de Estadística 2021). El gráfico 2 recoge las principales características de estos dos modelos de cuestionario en relación con la jornada de trabajo. Como se observa a primera vista, ambos guardan notables similitudes en las preguntas referidas a la jornada habitual y la efectiva, pero también al registrar las ausencias completas y las horas extra. Sin embargo, se diferencian en la forma de medir las ausencias parciales por vacaciones, enfermedad u otras causas. Este efecto es aún mayor si se atiende a la lógica secuencial del cuestionario.

En ambos cuestionarios de la EPA existe un primer bloque B que busca identificar a los trabajadores ocupados y evaluar la existencia de un empleo, incluso si no se había trabajado en él durante esa semana. En el cuestionario de 2005, la pregunta clave era la siguiente:

B.4. La semana de referencia ¿tenía un empleo o negocio, aunque no trabajara en él esa semana?

A continuación, se preguntaba por el motivo que explicara esta ausencia, pero, de forma más importante, las posibles opciones no se leían en primera instancia:

B.5. ¿Cuál es la razón principal por la que no trabajó en dicho empleo? (No se leen las opciones, se señala la que indique el entrevistado. Si dice varias, se le pide la principal. Sólo si dice que no sabe, se leen las opciones. Si aún así no sabe, se marca esa opción). 

El siguiente bloque (C) del cuestionario está dedicado a las características del empleo. En una parte de la entrevista se anuncia al entrevistado que se le va a preguntar sobre “su jornada habitual de trabajo, sobre su jornada en una determinada semana y si en esa semana hizo horas extraordinarias”. En el cuestionario de 2005, la primera pregunta se refería a la jornada habitual:

C. 23. ¿Cuántas horas semanales trabaja habitualmente en este empleo? No tenga en cuenta el tiempo para comer.

Seguido de una pregunta sobre si se había producido un aumento de la jornada debido al desarrollo de horas extraordinarias (C. 24), para luego preguntar sobre la jornada efectiva en una semana:

C.25. En la semana de referencia, ¿cuántas horas trabajó en este empleo? No tenga en cuenta el tiempo para comer

Finalmente, en el cuestionario de 2005, solo a los ocupados que declaraban horas efectivas positivas (mayores que cero) y distintas de las habituales, se hacía una pregunta adicional:

C.29. ¿Cuál es la razón principal por la que trabajó un número de horas distinto del habitual? (No se leen las opciones. El entrevistador marca la opción que corresponda según la respuesta del informante).

A partir de 2021 se implanta un nuevo cuestionario en la EPA. Este cambio nace dos años antes con el Reglamento europeo 2019/1700 y del Reglamento de ejecución (2019/2240) de la Comisión, que detalla las variables y preguntas de la EPA a escala europea, y que lleva a la inclusión de tres preguntas nuevas:

1. Días de ausencia del empleo principal por vacaciones y permisos [ABSHOLID]
2. Días de ausencia del empleo principal por enfermedad, lesión o incapacidad temporal propia [ABSILLINJ]
3. Días de ausencia del empleo principal por otros motivos [ABSOTHER]

La definición y sentido de estas nuevas preguntas queda reflejado en el documento metodológico de Eurostat (Eurostat 2021).

En España, el nuevo cuestionario de la EPA implementado en 2021 recoge estos cambios metodológicos. El nuevo cuestionario repetía muchas preguntas comunes al viejo modelo, a la par que introducía algunas nuevas y eliminaba otras. En su primer bloque, la nueva EPA seguía el mismo esquema y redactado al preguntar a los ocupados que estuvieron ausentes de su empleo y el motivo. Asimismo, en el bloque dedicado a las características del empleo se empezaba preguntando por la jornada semanal habitual (igual a la anterior C. 23), pero después añadía una serie de preguntas nuevas referidas a las ausencias por vacaciones:

C.37. En la semana de referencia, ¿estuvo ausente por vacaciones, festivos, jornada verano, flexible?
C.38 Puede concretar el o los motivos de la ausencia. Le leo las opciones: 1. Vacaciones, 2. Días festivos, 3. Jornada de verano, horario variable o flexible o similar.
C.39 ¿Cuántos días estuvo ausente por ese o esos motivos, durante la semana de referencia?

En este punto, cabe destacar que la guía metodológica de Eurostat aclara que solo se deben computar como días de vacaciones aquellos que habitualmente se hubieran trabajado.

El cuestionario de la EPA introducía preguntas muy similares para recoger el tiempo no trabajado por motivos de salud o enfermedad. Las preguntas son:

C.40. En la semana de referencia, ¿estuvo ausente de este empleo por problemas de salud, enfermedad, accidente o incapacidad temporal?
C.41 ¿Cuántos días (o tiempo) estuvo ausente por alguno de estos motivos, durante la semana de referencia?

A continuación, se añade otra pregunta para detectar ausencias por otros motivos, pero sin mencionarlos. Solo es al completar estas preguntas cuando se vuelve a la lógica del formulario anterior, preguntando primero por las horas extra y, al final, por la jornada efectiva:

C.46. En la semana de referencia, ¿cuántas horas trabajó en este empleo? No tenga en cuenta el tiempo para comer

La pregunta que existía en el anterior cuestionario de la EPA sobre la diferencia entre las horas habituales y efectivas desaparece, seguramente por ser información redundante con las nuevas preguntas.

En suma, el nuevo cuestionario de la EPA implementado en 2021 introduce cambios de gran calado en la medición del tiempo de trabajo. Desde entonces, en la EPA se hace explícito en varias preguntas si el trabajador ha estado ausente por vacaciones, enfermedad u otros motivos, aun cuando esta ausencia fuese por un periodo corto de tiempo (por ejemplo, un día). Asimismo, la pregunta por la jornada efectiva de trabajo, que es la clave de bóveda de todos los análisis económicos, solo tiene lugar después de estas preguntas aclaratorias, por lo que necesariamente el entrevistado está predispuesto a responder con más precisión que en el cuestionario anterior.

En el apartado anterior se ha destacado que los trabajadores ocupados pueden estar ausentes toda la semana (ausencia completa) o de forma parcial si, habiendo trabajado, lo hicieron menos de lo habitual. Asimismo, se ha destacado que el nuevo cuestionario de la EPA pregunta explícitamente por las ausencias debidas a vacaciones o enfermedad. Con vistas a ponderar la magnitud del cambio, en esta sección analizo la magnitud de las ausencias parciales por ambos motivos a raíz del cambio metodológico utilizando los microdatos de la EPA para el colectivo de personas asalariadas (Instituto Nacional de Estadística 2025). Con los microdatos obtendré los siguientes datos no publicados: el porcentaje de trabajadores en ausencia parcial por ambas causas y el tiempo no trabajado. Esta última variable se registra para todo el periodo en términos de horas y, a partir del cambio metodológico de 2021, también en días no trabajados.

En el gráfico 3 se recoge el porcentaje de asalariados que responde afirmativamente y se compara con los registros de acuerdo con la pregunta anterior. Obsérvese que el cambio metodológico provoca un incremento de aproximadamente 4 puntos en el porcentaje de asalariados en ausencia parcial por vacaciones.

Una situación análoga ocurre con el porcentaje de trabajadores que, habiendo trabajado en la semana de referencia, se ausentaron durante un tiempo (al menos una hora) por motivos de enfermedad o incapacidad temporal. Obsérvese (gráfico 4) que el cambio es mucho menor (una subida de un punto), pero también que la anterior serie partía de niveles extraordinariamente bajos (en torno al 0,2% del total) y mostraba un patrón estacional mucho menos acusado que con la nueva metodología. 

Este cambio metodológico afecta también al cálculo del tiempo no trabajado por ambos motivos. Para realizar este cálculo debe tenerse presente las opciones en cada periodo. En el antiguo cuestionario de la EPA, el tiempo no trabajado solo podía medirse como la diferencia entre las horas habituales y las horas efectivas. Con el nuevo cuestionario esta opción sigue presente, pero, además, la EPA proporciona información de los días no trabajados por vacaciones o enfermedad.

En el gráfico 5 se recoge la información reciente en términos de días no trabajados. Los registros confirman la intuición de que las ausencias completas equivalen a un periodo de ausencia durante 5 días en promedio. Las ausencias parciales, en cambio, se sitúan en promedio en torno a 1,6 o 1,7 días a la semana. El gráfico 6 sí que permite establecer la comparativa entre el periodo anterior y posterior al cambio metodológico utilizando las horas. La media para las ausencias completas se sitúa en torno a 36 horas a la semana, lo cual es un nivel prácticamente idéntico a la jornada habitual de todos los asalariados. En la ausencia parcial, se producen dos hechos interesantes. Primero, que la duración media de las ausencias parciales por enfermedad cae drásticamente del entorno de 17 horas semanales hasta situarse en 11 horas. Esta situación refleja que el aumento de trabajadores registrados con enfermedad incrementa el peso de las bajas de menor duración. En cambio, en las ausencias por vacaciones la diferencia no es tan remarcable.

Computar los periodos no trabajados tiene la ventaja de facilitar la comparativa con otros registros, principalmente la ETCL. En esta estadística se mide la diferencia entre las horas pagadas y las efectivas según diversas causas, entre ellas, las vacaciones y las bajas por incapacidad temporal. La comparación es factible una vez se hacen algunos pequeños ajustes. Además, debe tenerse en cuenta que la EPA pivota sobre el empleo principal de las personas entrevistadas, pero no incluye información tan detallada con respecto a los empleos secundarios La ETCL, en cambio, investiga, de forma agregada, a todos los asalariados por cuenta ajena asociados a la cuenta de cotización, por los que haya existido la obligación de cotizar al menos un día durante el mes de referencia, con independencia de su modalidad contractual y de su jornada de trabajo. Esto quiere decir que incluirá a los trabajadores que están en la empresa como segundo empleo. Este hecho, junto con la pequeña diferencia en la cobertura sectorial (la ETCL excluye la agricultura y el servicio doméstico), hace que los resultados nunca puedan ser idénticos.

El gráfico 7 muestra el cómputo de las horas no trabajadas, expresadas como media por asalariado, según ambos registros. A simple vista, se deducen dos conclusiones. Primero, que el tiempo no trabajado por vacaciones aumenta en la EPA en 2021 en aproximadamente un 40%. Esta magnitud es difícil de explicar en función de un cambio en el marco legal vigente, bien sea en el Estatuto de los Trabajadores o en los convenios colectivos. Obsérvese que la ETCL no muestra un aumento del tiempo de vacaciones, un hecho relevante para cualquier interpretación posterior. La segunda conclusión es que hasta 2021 la EPA registraba niveles muy inferiores a los de la ETCL, mientras que desde entonces ocurre lo contrario, aunque con diferencias menores. La situación previa a 2021 es especialmente relevante, ya que lo que puede parecer una pequeña diferencia en las horas semanales esconde, en realidad, un impacto significativo en el cómputo anual. Por ejemplo, si la brecha en estos años es de aproximadamente 0,7 horas semanales, en el cómputo anual equivale a una diferencia de una semana típica de trabajo entre ambos registros (0,7 * 52 = 36,4 horas).

En el tiempo no trabajado por enfermedad ocurre una situación análoga (gráfico 8). Hasta 2020, la EPA arrojaba siempre niveles inferiores a la ETCL y que convergen parcialmente ese año, en particular durante el periodo del primer estado de alarma (segundo trimestre de 2020). Después, desde 2021 en adelante, ambas series muestran una extraordinaria similitud.

Los resultados anteriores invitan a pensar que hasta 2020 la EPA infraestimaba el tiempo no trabajado y sobreestimaba la jornada efectiva semanal. El siguiente apartado busca aproximar el impacto que tiene el cambio metodológico en las principales series.  

Si se retoma la secuencia de preguntas del cuestionario de la EPA, se puede resumir el cómputo de las horas efectivas (HE) como resultado de la diferencia entre horas habituales (HH), horas no trabajadas por ausencias (HA) y, además, la suma de las horas extras (HX):

                                                                           HE = HH - HA + HX                                                                     (1)

Para el propósito de este trabajo, conviene diferenciar entre las ausencias debidas a vacaciones o periodo de enfermedad, y también en las ausencias completas (HAC) y las parciales (HAP). Todas las otras ausencias (ERTE, cuidado de familiares o menores, etc.) se incluyen en un concepto adicional (HAO):

                                                           HE = HH - HAC - HAP - HAO + HX                                                              (2)

Con vistas a simplificar la presentación se agrupa en un error final (ϵ) el efecto combinado de las ausencias por otros motivos (ERTE, cuidado de familiares o menores, etc.), las horas extra y otros factores que en la EPA pueden dar lugar a pequeñas inconsistencias (no respuesta, personas que están en una misma semana de vacaciones y ausentes por enfermedad, etc.):

                                                                     HE = HH - HAC - HAP + ϵ                                                                 (3)

Finalmente, si se quiere explorar este mecanismo en términos per cápita, basta con dividir cada término por la población asalariada (N) y tener en cuenta el peso de los colectivos en ausencia parcial (P₁ y P₂).

                                                HE/N = HH/N - P1/N HAC/P1 - P2/N HAP/P2 + ϵ                                                 (4)

La descomposición es muy simple y solo busca ponderar el efecto del cambio en el porcentaje de trabajadores que están en ausencia completa o parcial por ambas causas. No se busca explicar todos los factores que determinan la diferencia entre horas habituales y efectivas.

La tabla 1 resume las principales medidas para este último periodo. Conviene reparar en varios hechos. Primero que, como destacaba en la introducción, las horas habituales no están descendiendo en este periodo (Torrejón et al. 2024), lo cual obliga a descartar otros factores que no están relacionados con los periodos de ausencia del trabajo. Segundo, que el tiempo no trabajado debido a vacaciones y enfermedad explica la mayor parte de esta diferencia, con la salvedad del año 2020 y 2021, cuando los ERTEs sí tuvieron un impacto muy notable. Y tercero, que al descomponer el efecto que tienen las ausencias por estos dos motivos, se observa que las derivadas de ausencia parcial tienen un efecto no despreciable, añadiendo 0,7 horas a la semana en el tiempo no trabajado (o un 38% del incremento en el tiempo no trabajado).

El detalle de estos cálculos, que se presentan en la tabla 2, permite elaborar una cuarta conclusión. En la EPA, el cálculo del tiempo no trabajado depende fundamentalmente del porcentaje de trabajadores que afirman estar ausentes de forma completa o parcial de su puesto de trabajo. La subida tan fuerte del colectivo de trabajadores en esta última situación a partir de 2021 –se incrementa en 5 puntos– da cuenta de nuevo de la importancia de un cambio metodológico que, desde otra perspectiva, podría parecer trivial. Estos resultados apuntan en el mismo sentido que otro trabajo reciente (Rey del Castillo 2024, 12), que analiza cómo el cambio metodológico de 2021 provoca un aumento de 3,6 puntos en el tiempo no trabajado según la EPA.

Otra perspectiva para abordar el cambio metodológico consiste en tomar las cifras de la jornada efectiva y compararlas con el marco legal vigente. Como se observa (gráfico 1 y tabla 2), estas oscilaban en torno a 32,5 horas a la semana hasta 2019 y luego desciende a un nivel promedio de 31 horas de 2020 en adelante. Sin embargo, estas cifras se refieren a todos los asalariados, incluyendo aquellos a tiempo completo y parcial. Una medida más precisa para comparar con la jornada máxima legal consiste en tomar exclusivamente a los asalariados a tiempo completo y diferenciando entre las principales ramas de actividad. La jornada media a la semana que se obtiene como media de los cuatro trimestres del año se puede luego anualizar (al multiplicar por 52). Esta medida es consistente porque la EPA está distribuyendo las entrevistas por igual durante las semanas del año, por lo que la media anual refleja correctamente las variaciones estaciones en el tiempo trabajado.

El gráfico 9 muestra estos resultados e incluye como referencia el máximo legal establecido en la legislación laboral vigente (1.826 horas y 27 minutos al año)¹. Las tendencias son extraordinariamente reveladoras, pues hasta 2019 todos los sectores menos uno (administración pública, sanidad y educación) se situaban por un amplio margen por encima de la jornada máxima legal en cómputo anual. Incluso esta excepción en el sector de servicios públicos, sanidad y educación no es tal debido al gran peso de los empleados públicos, para quienes la jornada máxima legal no es de 1.826 horas sino de 1.642 (equivalente 37,5 horas a la semana y con un mayor número de días de vacaciones o de permiso). Por tanto, antes de 2020 en todos los sectores se registraban jornadas medias efectiva que, en cómputo anual, se situaban por encima de los fijados en la ley. Después, si se hace abstracción de la caída en la jornada efectiva media durante la pandemia, desde 2022 en adelante todos estos mismos sectores se sitúan claramente por debajo de este umbral, a excepción de uno que oscila en torno a esta cifra (agricultura, ganadería y pesca). Desde otra perspectiva cabe destacar que el mayor descenso de las horas trabajadas por los asalariados a tiempo completo se ha producido en el comercio, transporte y hostelería (trabajarían en promedio 130 horas menos al año), industria (127 horas menos), construcción (124 horas) y la agricultura (120 horas). El resto de las ramas del sector servicios han experimentado, en teoría, descensos menos pronunciados (en torno a 100 horas al año, en promedio).

Sin embargo, todos estos resultados se ven afectado por el cambio metodológico, por lo que su valor queda en entredicho. El cambio de un escenario a otro se explica únicamente por el mejor registro de las ausencias, tanto completas como parciales, y sugiere que, hasta 2020, el tiempo no trabajado en la EPA no era consistente con la evidencia recogida en otras encuestas, como la ETCL, ni con el marco legal vigente.

Este artículo documenta que gran parte de la reducción en el tiempo de trabajo efectivo registrado en la EPA en los últimos años se debe al cambio metodológico introducido en 2021. Desde ese momento, el cuestionario de la EPA pregunta explícitamente por las ausencias debidas a las vacaciones y periodos de enfermedad, por lo que la medida del tiempo no trabajado es ahora mucho más precisa. Las jornadas efectivas de trabajo antes estaban sobreestimadas y ahora se aproximan a las medidas obtenidas con otros registros (principalmente, la ETCL). Existe un cambio metodológico que debería ser destacado como tal por el INE y tenido en cuenta por los usuarios de la EPA.

Estos resultados tienen también diversas implicaciones. La primera se relaciona con la posibilidad de establecer un ejercicio comparativo más riguroso. Hasta la fecha la literatura especializada siempre ha buscado comparar las horas efectivas trabajadas entre países, pero esta tarea siempre se ha enfrentado al reto de hacer homologables registros y definiciones que son distintas, más aún cuando se recurre a un cómputo anual. Es por ello por lo que la mayoría de las comparaciones tienden a utilizar las horas habituales, pues estas no se ven afectada por los periodos no trabajados debido a vacaciones, festivos, bajas por enfermedad y otras causes. Pero incluso en la actualidad, Eurostat advierta en una extensa nota (Eurostat 2024a) de estos problemas:

Following the implementation of the regulation in force from 1 January 2021 and the related questionnaire, data harmonization across Member States is still work in progress to ensure data consistency and comparability. Until further notice, Eurostat recommends not using the figures relating to actual working hours for international comparisons.

Además, al visualizar o descargar las series de datos de Eurostat, se incluye una nota a pie de tabla que recuerda la existencia de una ruptura en las series en 2021 (“break in time series”) en todos los países, incluida España.

Una vez se asiente este cambio metodológico cabe sospechar que existirá un nuevo impulso por realizar y calibrar este ejercicio comparado. Hasta la fecha, las instituciones dedicadas al análisis económico han puesto el acento en la reducción en las horas trabajadas por trabajador ocupado en todos los países y buscado diferencias en función de la exposición a la crisis del COVID u otros factores. Sin embargo, como se ha expuesto en este artículo, es muy dudoso que en España y en el resto de los países de la Unión se haya producido una caída en las horas efectivas tan fuerte como indica los registros derivados de las encuestas a los hogares. Una ruptura en la serie, como la ocurrida en 2021, no permite establecer una comparación sobre bases sólidas para el periodo anterior y posterior a la pandemia.

En cambio, lo sí debería valorarse es que el nuevo cuestionario de la EPA-LFS sí aproxima mejor los niveles en la jornada de trabajo efectiva entre países de la Unión y, especialmente, las ausencias debidas a los factores antes mencionados. A modo de ejemplo, el gráfico 10 recoge la situación en 2023 entre ausencias completas y jornada efectiva. En particular, en el eje horizontal se muestra el porcentaje de los ocupados que, aun manteniendo su relación con el empleo, no trabajaron en su empleo. El eje vertical muestra, en cambio, el porcentaje de la población ocupada que, habiendo trabajado en la semana, lo hizo por 40 o más horas. La comparación confirma la intuición de que los países del norte de Europa tienen jornadas efectivas más cortas (de ahí el menor porcentaje de ocupados trabajando menos de 40 horas), pero también mayor porcentaje de trabajadores ausentes de su puesto de trabajo toda la semana (principalmente por vacaciones, pero también por otras causas). Los países del este de Europa, en cambio presentan la situación opuesta (menores niveles de ausencia completa, mayores jornadas efectivas). España está en una situación intermedia, pero más cerca de los niveles observados en los países del norte.

Antes de proceder a dar una explicación macroeconómica de este fenómeno, lo relevante es remarcar la consistencia metodológica de estas cifras. Las ausencias por vacaciones, festivos y otros motivos son un factor diferenciador de primer orden, pues aun optando por una definición restringida (la ausencia completa), se observa una diferencia de hasta 12 puntos entre países según un extremo y otro. La segunda implicación es que la jornada efectiva de aquellos que trabajan se ve directamente afectada por estos mismos factores (vacaciones o bajas por enfermedad en ausencia parcial) y de la ahí las fuertes variaciones en el porcentaje de ocupados empleados 40 o más horas a la semana. Por supuesto, distintos marcos legales, diferencias sectoriales o el peso relativo del empleo a tiempo parcial también explicarían las disparidades observadas en la jornada habitual o efectiva. Sin embargo, lo cierto es que hasta la fecha los economistas han enfatizado más estos últimos factores y no los periodos de ausencia que ahora sí se registran con mayor precisión. Analizarlo estas ausencias dentro de un concepto genérico de “absentismo” sería un diagnóstico aún más errado.

Este trabajo también tiene también importantes implicaciones para el análisis de coyuntura. En España, la crisis de la pandemia fue seguida de una rápida recuperación en 2021-2022 y, después, por un mayor crecimiento de la economía española frente a los países vecinos en los siguientes años. Este contexto, sin embargo, ha estado marcado por reiteradas revisiones de las series de la Contabilidad Nacional, que, en origen, mostraban un crecimiento mucho más endeble. Una de las razones que frecuentemente se aducían en aquel momento para explicar este débil crecimiento económico era la atonía en los niveles de horas trabajadas frente al mayor vigor que indicaban las cifras de empleo (Arellano, Doménech, y García 2024). En la actualidad, estas series macroeconómicas se han revisado, pero siguen quedando muchas incógnitas por despejar y, entre ellas, destaca la paradójica evolución de la productividad (Artola Blanco y Melis Maynar 2024). Si se mide la productividad del trabajo en función de las horas trabajadas, el desempeño de la economía española durante el periodo 2019-2024 arroja un balance bastante optimista. En cambio, si se mide tomando el número de ocupados o el número de empleos equivalentes a tiempo completo, el resultado es mucho más pesimista. Una revisión de las horas trabajadas implicaría realizar un serio esfuerzo por recalibrar todas las estimaciones y, seguramente, obligaría a revisar de nuevo la Contabilidad Nacional.

Arellano, F. Alfonso, Rafael Doménech, y Juan Ramón García. 2024. “Crecimiento Salarial y Recuperación Del Mercado de Trabajo Tras La Covid-19.” Mediterráneo Económico, no. 38, 113–30.

Artola Blanco, Miguel, y Francisco Melis Maynar. 2024. “La productividad tras la pandemia: sabemos menos de lo que pensamos.” Nada es Gratis (blog). November 29, 2024. https://nadaesgratis.es/admin/la-productividad-tras-la-pandemia-sabemos-menos-de-lo-que-pensamos-i.

Astinova, Diva, Romain Duval, Niels-Jakob Hansen, Ben Park, Mr Ippei Shibata, y Frederik Toscani. 2024. “Dissecting the Decline in Average Hours Worked in Europe.” IMF Working Papers 24/2. https://doi.org/10.5089/9798400261183.001.

Botelho, Vasco, Agostino Consolo, y António Dias Da Silva. 2021. “Hours Worked in the Euro Area.” ECB Economic Bulletin, no. 6/2021 (September).

Cuadrado, María Pilar. 2023. “Un Análisis de La Evolución de Las Horas de Trabajadas Por Ocupado En España: Desarrollos Tendenciales y Evolución Reciente.” Banco de España. Boletín Económico 2023/T1 (14). https://doi.org/10.53479/29650.

Eurostat. 2021. “EU Labour Force Survey. Explanatory Notes (to Be Applied from 2021Q1 Onwards).” https://ec.europa.eu/eurostat/documents/1978984/6037342/EU-LFS+Explanatory+notes+from+Q1+2021+onwards.pdf.
———. 2024a. “Hours Worked per Week - Comparability across Countries.” https://ec.europa.eu/eurostat/databrowser-backend/api/public/explanatory-notes/get/Info_note_LFSQ_20240604.pdf.
———. 2024b. Improving the Measurement of Employment in National Accounts – Recommendations and Good Practices – 2024. Luxembourg: Publications Office of the European Union.
———. 2024c. The Application of the Employment Method for the Exhaustiveness of GDP Estimates – Practical Guidelines for Enhanced Comparability between Countries – 2024 Edition. Luxembourg: Publications Office of the European Union.

Fuente, Ángel de la. 2010. “Series Enlazadas de Empleo Asalariado y Rentas Del Trabajo Regionales.” UFAE and IAE Working Papers, no. 837 (September). https://recercat.cat//handle/2072/87995.

Instituto Nacional de Estadística. 1995. Encuesta de población activa: evolución de las características técnicas durante el período 1964-1976. Madrid: INE.
———. 2005. “Cuestionario. Encuesta de Población Activa 2005.” https://www.ine.es/inebaseDYN/epa30308/docs/epacues05.pdf.
———. 2021. “EPA 2021 (Metodología 2021). Cuestionario.” https://www.ine.es/inebaseDYN/epa30308/docs/epacues21.pdf.
———. 2025. “Encuesta de Población Activa. Microdatos.” https://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=1254736176918&menu=ultiDatos&idp=1254735976595.

Rey del Castillo, Pilar. 2024. “Understanding Unworked Time in Spain.” CESifo Working Paper, no. 11604.

Torrejón, Sergio, Enrique Fernandez Macías, Ignacio Gonzalez Vázquez, y Ildefonso Marqués Perales. 2024. “The Working Times They Are A-Changing: Trends in Six EU Countries (1992-2022).” JRC Publications Repository. 2024. https://publications.jrc.ec.europa.eu/repository/handle/JRC139815.